來華留學(xué)教育對我國出口貿(mào)易的影響

哈 巍，陳東陽

一、引言

從國際經(jīng)驗來看，跨國的人力資本投資推動人才資源在世界范圍內(nèi)流動，對于東道國的經(jīng)濟發(fā)展有著諸多裨益。為推動來華留學(xué)工作進一步發(fā)展，2010年我國制定了《留學(xué)中國計劃》，提出2020年我國來華留學(xué)人員總數(shù)要達到50萬，并將我國建設(shè)成為亞洲最大留學(xué)目的地國家。近十余年來，來華留學(xué)教育發(fā)展迅速，到2018年，全國共有來自196個國家和地區(qū)的49.2萬名留學(xué)生在華學(xué)習(xí)。我國一躍成為世界第三大、亞洲第一大留學(xué)目的地國家(IIE，2019)。隨著來華留學(xué)教育的財政投入逐年增加，各方主體愈發(fā)關(guān)注來華留學(xué)教育的社會經(jīng)濟效益，如何充分發(fā)掘來華留學(xué)教育的人才紅利是當(dāng)前亟待解決的研究問題。

在政策層面，來華留學(xué)教育一直承載著對外交流的美好政策愿景。2016年教育部牽頭制定的《推進共建“一帶一路”教育行動》中明確提出：“一帶一路”沿線國家教育加強合作、共同行動，既是共建“一帶一路”的重要組成部分，又為共建“一帶一路”提供人才支撐。所謂人才支撐，即通過培養(yǎng)大批共建“一帶一路”急需人才，支持沿線各國實現(xiàn)政策互通、設(shè)施聯(lián)通、貿(mào)易暢通、資金融通。由此可見，來華留學(xué)教育已在某種程度上被寄予了促進雙邊貿(mào)易的政策期望。

另一方面，現(xiàn)有研究中并不乏有關(guān)國際移民與雙邊貿(mào)易的實證討論，多數(shù)研究認為國際移民，特別是高技能國際移民的跨國流動顯著促進了國際貿(mào)易的發(fā)展(趙永亮，2012；王云飛等，2015；張曉毅等，2019)。 就本文主題而言，來華留學(xué)生群體作為特定高學(xué)歷人群所具備的技能優(yōu)勢、年齡優(yōu)勢、人脈優(yōu)勢使其在雙邊貿(mào)易中擁有更好的表現(xiàn)預(yù)期。遺憾的是，在已有來華留學(xué)教育與我國雙邊貿(mào)易的相關(guān)實證研究中，討論來華留學(xué)生的流入如何影響雙邊貿(mào)易發(fā)展的文章整體偏少，并且討論并不充分，缺乏針對不同項目類型和生源地留學(xué)生群體的異質(zhì)性分析，而這一點對于今后來華留學(xué)教育發(fā)展有著十分重要的政策意義，值得進一步探索。

基于此，本文以各國來華留學(xué)生數(shù)為代理變量，探討來華留學(xué)教育對于我國出口貿(mào)易發(fā)展的貢獻。相較于傳統(tǒng)的OLS估計，本文基于貿(mào)易引力理論模型，使用對存在嚴重異方差和大量零值的國際貿(mào)易數(shù)據(jù)更合適的PPML估計方法，并在此基礎(chǔ)上做更為細致的關(guān)于不同項目類型和不同生源國家來華留學(xué)生群體的異質(zhì)性討論。并且，為解決來華留學(xué)生數(shù)與雙邊貿(mào)易潛在的互為因果關(guān)系，本文還利用工具變量進行相應(yīng)的穩(wěn)健性檢驗。

二、文獻綜述

20世紀90年代，Gould(1994)和Head等人(1998)嘗試引入貿(mào)易引力模型，從理論和實證層面驗證了國際移民流入具有貿(mào)易創(chuàng)造效應(yīng)，為探討國際人才流動所創(chuàng)造的貿(mào)易推動效應(yīng)與影響因素開創(chuàng)了先河。就現(xiàn)有研究來看，經(jīng)濟學(xué)家和社會學(xué)家主要從社會網(wǎng)絡(luò)的成本克服效應(yīng)和消費偏好效應(yīng)兩種解釋機制討論移民流入對于國際雙邊貿(mào)易的促進作用。

一方面，移民社會網(wǎng)絡(luò)的建立能夠有效克服國際貿(mào)易中的貿(mào)易壁壘，降低企業(yè)進入目標市場的不確定性。國際貿(mào)易的過程是買賣雙方相互尋找并匹配的過程，這一過程必然會帶來信息和合同成本的執(zhí)行問題，企業(yè)面臨一系列非正式壁壘，使得貿(mào)易成本升高。移民網(wǎng)絡(luò)的建立為兩國貿(mào)易提供了社會資本，這種社會資本可以分為互補的弱聯(lián)結(jié)和強聯(lián)結(jié)兩種類型：弱聯(lián)結(jié)能夠提供目標市場的需求信息，這有利于企業(yè)了解市場供需情況，克服因為制度環(huán)境、語言差異和文化習(xí)慣帶來的貿(mào)易壁壘，降低交易成本；強聯(lián)結(jié)則提供信任，增強合同執(zhí)行力。特別是在國際法律相對弱的環(huán)境下，聯(lián)合懲罰規(guī)矩的建立，可以有效遏制國際貿(mào)易中的違約行為(Greif,1993;Rauch,2001;Dunlevy,2006)。

另一方面，受消費習(xí)慣和情感因素影響，多數(shù)消費者對于本國產(chǎn)品有一定“消費偏好”，從而為來源國企業(yè)提供更大的市場空間，帶動對來源國商品進口的大量增加(Girma and Yu,2002;Wagner et al.,2002;Combes et al.,2005)。例如，Murat等人(2006)認為，除了信息摩擦的克服之外，海外華僑對于中國產(chǎn)品的癡迷是中國商品對外出口增加的重要因素。

多數(shù)研究表明，建立移民網(wǎng)絡(luò)有效促進了兩國雙邊貿(mào)易發(fā)展。僅就華人移民網(wǎng)絡(luò)的分析來看，Rauch和Trindade(2002)利用1980年、1990年63個樣本國家數(shù)據(jù)，使用Tobit檢驗發(fā)現(xiàn)華人網(wǎng)絡(luò)使得異質(zhì)商品雙邊貿(mào)易平均增長60%。Greenaway等人(2007)采用1990-2000年152個樣本國家數(shù)據(jù)，基于PPML方法發(fā)現(xiàn)海外華人對中國進出口貿(mào)易均有一定的促進作用。綦建紅和鞠磊(2008)利用1980-2006年的數(shù)據(jù)，采用協(xié)整分析和格蘭杰因果檢驗發(fā)現(xiàn)中國對外貿(mào)易和華人網(wǎng)絡(luò)存在著正相關(guān)關(guān)系，并且二者為雙向因果聯(lián)系。蒙英華和黃建忠(2008)選取中國與亞洲12國5年的雙邊貿(mào)易數(shù)據(jù)，使用面板廣義最小二乘估計法(PGLS)發(fā)現(xiàn)華人網(wǎng)絡(luò)強度每增加1%，分別促進中國進出口量增長2.11%與2.04%。趙永亮和劉德學(xué)(2009)利用25個國家6年的海外華僑數(shù)據(jù)，基于Tobit方法檢驗發(fā)現(xiàn)進出口貿(mào)易中移民社會網(wǎng)絡(luò)的彈性系數(shù)分別為0.18和0.14。

具體到影響效果的差異，不同國家和地區(qū)、不同貿(mào)易產(chǎn)品類型、不同的語言使用和文化習(xí)慣都會使得海外華人促進雙邊貿(mào)易的效果有所不同(王云飛和楊希燕,2015)。相較于擴展邊際，移民網(wǎng)絡(luò)對于集約邊際的促進作用更為顯著，并且對欠發(fā)達國家、最不發(fā)達國家的集約邊際促進作用大于發(fā)達國家。高技能移民對出口二元邊際的影響要遠高于非技能移民(楊汝岱和李艷,2016；張曉毅和劉文，2017)。并且，華人移民網(wǎng)絡(luò)的成本克服效應(yīng)在新興經(jīng)濟體(拉美和非洲)更為顯著，而消費偏好的擴散效應(yīng)則在亞洲和北美更為突出，這主要與海外移民集聚規(guī)模有關(guān)(趙永亮，2012)。

總體而言，盡管已有不少研究討論國際移民對我國進出口貿(mào)易的影響，但現(xiàn)有研究多關(guān)注國際移民的流出對我國貿(mào)易開放的影響，至于國際移民的流入則鮮有討論。與之不同的是，本文將研究視角轉(zhuǎn)向國際移民的流入，并且以來華留學(xué)教育的發(fā)展為出發(fā)點，分析來華留學(xué)生這類十分特殊的國際移民群體。

就本文研究主題而言，來華留學(xué)教育可以視作國際移民網(wǎng)絡(luò)的一類特殊類型，它推動了我國與其他國家之間的人才跨境流動，從而有利于降低國際貿(mào)易中的機會成本和交易成本，推動我國對外貿(mào)易規(guī)模和質(zhì)量的提升：一方面中國所培養(yǎng)的優(yōu)秀留學(xué)生有利于人力資本積累，優(yōu)化市場環(huán)境；另一方面，來華留學(xué)生與其母國有著天然的聯(lián)系和了解，教育間的合作往來促進了兩國民間交流，有利于積累對外貿(mào)易的網(wǎng)絡(luò)資本(鞏雪和熊峰，2018；Flisi and Murat,2011)。從已有的實證研究來看，運用工具變量法和雙向固定效應(yīng)模型，Murat(2014)基于1999-2009年英國與167個國家的貿(mào)易面板數(shù)據(jù)發(fā)現(xiàn)赴英留學(xué)生的增長拉動了英國進出口貿(mào)易的增長，并且這種促進作用在中東地區(qū)國家和歐盟新成員國家中表現(xiàn)的尤為明顯。魏浩等人(2015；2017)利用省級面板數(shù)據(jù)發(fā)現(xiàn)來華留學(xué)生群體的流入顯著促進了我國進出口貿(mào)易的增長，并且不同地區(qū)、不同貿(mào)易方式的影響存在一定異質(zhì)性。

盡管已經(jīng)有文獻關(guān)注來華留學(xué)教育對我國對外貿(mào)易的影響，但一方面相關(guān)研究仍舊較為缺乏，另一方面現(xiàn)有研究中也缺乏針對來華留學(xué)生群體的異質(zhì)性分析，而這類討論對于今后如何發(fā)揮來華留學(xué)教育的對外貿(mào)易效益有著重要啟示。與早前研究所不同的是，本文在國別一級層次補充了現(xiàn)有關(guān)于來華留學(xué)教育貿(mào)易推動效益的討論，并豐富了不同項目和生源地來華留學(xué)生群體的異質(zhì)性討論，以期為來華留學(xué)教育未來發(fā)展戰(zhàn)略的調(diào)整提供實證依據(jù)。

三、理論模型與回歸方法

在國際貿(mào)易領(lǐng)域引力模型是測算貿(mào)易潛力最為廣泛的理論模型之一。這一模型最早由Tinbergen(1962)提出，其基本思想為雙邊貿(mào)易水平與貿(mào)易國的國內(nèi)生產(chǎn)總值成正比，與雙邊距離成反比。Anderson(1979)運用常替代彈性的效用函數(shù)為引力方程提供了理論上的微觀基礎(chǔ)，并成為后續(xù)相關(guān)研究的標準模式。由于這些分析忽視了多邊阻力的存在，Anderson和Wincoop(2003)在標準壟斷競爭貿(mào)易模型基礎(chǔ)之上，基于消費者效用最大化和企業(yè)利潤最大化推導(dǎo)出一個存在多邊阻力的引力方程如式(1)。參考趙永亮(2012)、王云飛等(2015)、劉愛蘭等(2018)的研究，本文后續(xù)分析將以這一模型為基礎(chǔ)并做適當(dāng)轉(zhuǎn)換。模型的基本形式為：

(1)

這里，Xij表示j國從i國進口的產(chǎn)品總值，Yi和Yj分別為國家i和國家j的GDP，Yw表示世界總產(chǎn)出，Pj表示j國的產(chǎn)品價格指數(shù)。Pi為i國的一般物價指數(shù)，Anderson和Wincoop(2003)認為Pi能夠反映影響i國和j國雙邊貿(mào)易的“多邊阻力”(即i國與其他貿(mào)易對象國的交易成本)，而多邊阻力這一個概念的引入也是A&W引力方程與早先研究最根本的區(qū)別。

(2)

在實證研究中，Pj的作用主要反映在其他自變量中。而反映多邊阻力的Pj在傳統(tǒng)引力模型中無法直接觀測，研究者一般通過固定效應(yīng)模型進行控制(Baier and Bergstrand,2009)。在此基礎(chǔ)上，根據(jù)Anderson和Wincoop(2003)的研究我們對(1)式進行對數(shù)線性化，可得方程如式(3)所式。其中，τij為國家間的固定效應(yīng)，用以控制雙邊貿(mào)易不隨年份變化的固有差異的影響，例如，美日韓等國家長期是我國主要貿(mào)易出口國。ωt為年份固定效應(yīng)，用以控制伙伴國的雙邊貿(mào)易隨年份而發(fā)生的集體波動，例如，2001年加入WTO、2008年金融危機對我國整體出口貿(mào)易產(chǎn)生的影響。借助雙向固定效應(yīng)方程，我們實質(zhì)上是在控制國別差異后比較同一時間范圍內(nèi)來華留學(xué)生數(shù)平均每一單位變動所帶來的出口貿(mào)易額變化。

lnXijt=β0+β1lnYit+β2lnYjt+β3lnFTAijt+β4lnDistijt+β5lnLangdisijt+β6Cultdisijt+β7lnForestuijt-1+τij+ωt+εijt

(3)

傳統(tǒng)國際貿(mào)易引力模型的實證研究中主要使用OLS回歸方法，但Silva和Tenreyro (2006)認為在對(1)式線性對數(shù)化后，采用OLS估計將會導(dǎo)致回歸結(jié)果的有偏性和非一致性，這是因為：(1)當(dāng)貿(mào)易流存在零值時，已有的利用Tobit模型、直接忽略零值或者將貿(mào)易流轉(zhuǎn)化為(Tij+1)等處理方法都會帶來估計的不一致；(2)因為Jensen不等式的存在，在求解各變量系數(shù)過程中含有固定效應(yīng)的OLS估計會給予方差大的數(shù)據(jù)更多權(quán)重，而國際貿(mào)易數(shù)據(jù)中異方差問題非常普遍。為獲得無偏估計的回歸結(jié)果，本研究主要借鑒Silva和Tenreyro提出的PPML方法進行估計檢驗。PPML方法對所有數(shù)據(jù)給予相同權(quán)重，在異方差情況下確保計算出來的結(jié)果更加有效無偏，同時也能處理商品貿(mào)易中普遍存在的零值問題。

本文主要考慮來華留學(xué)教育對于我國同其他國家出口貿(mào)易的影響。為此，我們對(3)式進一步轉(zhuǎn)化得到回歸方程(4)(1)相較于方程(3)，方程(4)中省略了中國GDPit這一協(xié)變量。這是因為本文主要考慮中國對其他國家出口貿(mào)易的影響因素，而對于任意進口國j而言，出口國i在本文中是固定的，即中國，從而在某一年份出口國的GDP取值對于所有進口國而言是唯一的，又因為方程中已經(jīng)控制了年份固定效應(yīng)，在實際的回歸分析過程中，這部分的影響將反映到年份虛擬變量的回歸系數(shù)中，故而本文在此將其省略。同理，方程(4)中其他未反映的中國方面的“拉力因素”，最終都可由年份固定效應(yīng)和個體固定效應(yīng)所控制。：

Exportjt=exp{β′0+β′1lnForestujt-1+β′2lnPERGDPjt+β′3lnPopjt+β′4Ledujt+β′5lnFTAjt+β′6lnDistjt+β′7lnLangdisjt+

β′8Cultdisjt+τ′j+ω′t+ε′jt}

(4)

這里，變量Export為中國出口到其他國家的貿(mào)易額。本文主要關(guān)注來華留學(xué)生數(shù)Forestu，即系數(shù)β′1的影響。為減少內(nèi)生性，同時也考慮到來華留學(xué)生數(shù)的影響效果有一定時滯性，模型中將這一變量滯后一期處理。由于本研究側(cè)重關(guān)注貿(mào)易伙伴國的購買力對中國商品出口的影響，因此在模型中使用人均GDP，而非GDP。為此，模型中還加入了進口國的人口總數(shù)Pop和勞動力教育水平Ledu，人口規(guī)模在一定程度上反映了該國市場潛力的大小，而勞動力教育水平作為人力資本的代理變量，能夠反映該國的產(chǎn)品生產(chǎn)水平。最后，根據(jù)本文研究問題，方程(4)中的下標i取值是唯一的，即中國，為簡便起見在方程中省略了該下標。

考慮到來華留學(xué)教育與我國雙邊貿(mào)易之間存在雙向因果關(guān)系，即來華留學(xué)生規(guī)模的擴大一方面受到中國與其他貿(mào)易伙伴國雙邊關(guān)系的影響，同時反過來也會進一步促進兩國的貿(mào)易關(guān)系，兩者是相互作用的過程。為此，本文進一步使用工具變量方法進行穩(wěn)健性檢驗。我們主要選取各國赴日韓留學(xué)生數(shù)及前一期來華自費學(xué)歷項目的國際留學(xué)生數(shù)作為工具變量。(2)數(shù)據(jù)來源于聯(lián)合國教科文組織可持續(xù)發(fā)展指標：http://data.uis.unesco.org/#。首先，日韓兩國在文化、語言習(xí)慣和地緣上均與我國較為接近，在吸引國際留學(xué)生方面同我國有諸多相似之處；其次，各國赴日韓留學(xué)生數(shù)與同時期中國同其他國家的貿(mào)易往來并不存在明顯的直接影響，故而符合工具變量選取的兩個標準。考慮到以赴日韓留學(xué)數(shù)作為工具變量，只是考慮到了地緣和文化相近因素的影響，容易出現(xiàn)所謂的局部平均處理效應(yīng)(LATE)的問題。為增強估計有效性，同時在過度識別的條件下進行檢驗工具變量外生性的過度識別檢驗，我們在模型中加入前一期自費學(xué)歷項目來華留學(xué)生數(shù)作為工具變量。相較于獎學(xué)金項目和非學(xué)歷項目的來華留學(xué)生群體，自費學(xué)歷項目的來華留學(xué)生數(shù)更能反映中國同其他國家之間由于辦學(xué)水平差異所導(dǎo)致的來華留學(xué)生數(shù)增長。并且因為是在前一期已經(jīng)發(fā)生的前定變量，從當(dāng)期角度看取值已經(jīng)固定，可以認為與當(dāng)期的擾動項不相關(guān)，從而也符合工具變量選取的原則。

四、數(shù)據(jù)說明與描述統(tǒng)計

基于上述模型，我們將所涉及的各符號定義及數(shù)據(jù)來源整理如表1所示。其中，被解釋變量出口貿(mào)易額(按2010年不變價美元計算)來源于國家統(tǒng)計局官方網(wǎng)站。對于本文的核心解釋變量來華留學(xué)生數(shù)，這里以當(dāng)年各國來華留學(xué)生數(shù)為代理變量。人均GDP(按2010年不變價美元計算)和人口總數(shù)數(shù)據(jù)來源于世界銀行開放數(shù)據(jù)庫。勞動力教育水平通過各國勞動力平均受教育年限進行衡量，這一數(shù)據(jù)來源于聯(lián)合國開發(fā)計劃署人類發(fā)展指標(Human Development Index)，通過計算不同教育層次的受教育年限分別乘以人口占比所得，這一方法也是目前認可度較廣的計算平均受教育年限的方法。簽署自由貿(mào)易協(xié)定的數(shù)據(jù)則來源于中國自由貿(mào)易區(qū)服務(wù)網(wǎng)。文化距離則通過是否同屬東亞文化圈進行衡量，這一數(shù)據(jù)主要通過參考維基百科整理所得。(3)具體指日本、韓國、朝鮮、越南及新加坡、馬來西亞、印尼、泰國、菲律賓、緬甸、蒙古等歷史上深受或曾受過漢文化影響的國家。地理距離和語言距離的衡量，則直接來源于法國CEPII數(shù)據(jù)庫，其中地理距離為兩國人口最多城市之間的距離。與傳統(tǒng)0,1取值的二分變量不同，這里的語言距離變量是由該機構(gòu)所計算的兩國居民使用語言的相近指數(shù)，該指數(shù)取值區(qū)間為[0,1]，若指數(shù)取值越接近于1則代表語言距離越相近。

表1 變量說明與數(shù)據(jù)來源

本文考察的時間范圍為1999-2017年，在剔除缺失值后共獲得3382條面板數(shù)據(jù)，共計178個國家。主要變量的基本描述統(tǒng)計如表2所示。這其中，因變量出口貿(mào)易額并不存在零值問題，但數(shù)據(jù)離散程度較高。從人數(shù)構(gòu)成來看，非學(xué)歷項目留學(xué)生人數(shù)要多于學(xué)歷項目留學(xué)生人數(shù)，自費項目留學(xué)生人數(shù)要多于獎學(xué)金項目留學(xué)生人數(shù)。兩個啞變量自由貿(mào)易協(xié)定和文化距離的均值則表示樣本中對應(yīng)變量取值為1的比例。各解釋變量中，除自由貿(mào)易協(xié)定、文化距離等啞變量和勞動力教育水平外均取對數(shù)形式，用以適當(dāng)消除異方差的影響。

表2 基本描述統(tǒng)計

在此基礎(chǔ)上，本文繪制了2017年中國出口各國的貿(mào)易額對數(shù)和來華留學(xué)生數(shù)對數(shù)散點圖(如圖1)，這表明二者可能為正向相關(guān)關(guān)系，來華留學(xué)教育發(fā)展與我國出口貿(mào)易繁榮的關(guān)系緊密。但由于直觀的分析容易受到各類遺漏變量偏誤的影響，并且也無法解決上文所提及的內(nèi)生性問題，為此我們將進一步通過適當(dāng)?shù)幕貧w分析方法深入探究二者的相互關(guān)系。

圖1 2017年中國出口各國貿(mào)易額與來華留學(xué)生數(shù)散點圖

五、回歸結(jié)果與分析

(一)初始回歸結(jié)果

初始回歸結(jié)果如表3所示。從表格前兩列的回歸結(jié)果來看，無論是使用OLS估計還是PPML估計方法，來華留學(xué)生數(shù)均表現(xiàn)出了顯著的正向促進作用。此外，各國人均GDP、人口總數(shù)、勞動力教育水平及自由貿(mào)易協(xié)定、語言相近距離等也對我國出口貿(mào)易的發(fā)展具有顯著正向影響，表明出口國的市場潛力、兩國貿(mào)易的冰山成本是影響我國出口貿(mào)易發(fā)展的重要因素，這與早前的研究結(jié)論保持一致。在第二列基礎(chǔ)上，表格的第三列進一步加入年份和國別的固定效應(yīng)，目的在于控制中國同各貿(mào)易伙伴國之間的多邊阻力、歷史偏好、波動趨勢以及其他不可觀測因素的影響。而在加入雙向固定效應(yīng)后，來華留學(xué)生數(shù)的系數(shù)絕對值明顯減小，但依然顯著為正，這說明在控制了不可觀測因素的干擾之后，我們?nèi)匀豢梢哉J為來華留學(xué)教育對我國出口貿(mào)易發(fā)展具有積極促進作用。

表3 初始回歸結(jié)果

我們將表3中的來華留學(xué)生總數(shù)再細分成不同項目的來華留學(xué)生數(shù)放入回歸方程中，用以進一步探索學(xué)歷項目與非學(xué)歷項目、獎學(xué)金項目與自費項目不同來華留學(xué)生群體對我國出口貿(mào)易的影響差異，回歸結(jié)果如表4所示。首先，不同項目來華留學(xué)生均表現(xiàn)出了顯著的積極影響。其次，學(xué)歷項目與非學(xué)歷項目的來華留學(xué)生群體影響效果并未表現(xiàn)出顯著差異。最后，相較于自費項目而言，獎學(xué)金項目雖然也表現(xiàn)出了積極影響，但影響效果相對較弱，并且不具備統(tǒng)計顯著性。我們查看了《來華留學(xué)生簡明統(tǒng)計》2013-2015年更為詳細的數(shù)據(jù)，發(fā)現(xiàn)獎學(xué)金留學(xué)生項目中，工科專業(yè)的留學(xué)生數(shù)量最多，而在自費留學(xué)生群體中，有較大比例是以漢語言專業(yè)為主的非學(xué)歷項目留學(xué)生。而這些漢語言專業(yè)的非學(xué)歷自費留學(xué)生在華接受教育的時間更為緊湊、學(xué)習(xí)內(nèi)容較為集中、目的性也更為明確，回國后能夠較快融入到對華貿(mào)易相關(guān)工作中，因而有望在短期內(nèi)產(chǎn)生更為直接的促進作用。此外，從表2描述統(tǒng)計的結(jié)果來看，獲得政府獎學(xué)金的來華留學(xué)生數(shù)要遠低于自費來華留學(xué)生數(shù)，這也是其影響效果遠不如自費來華留學(xué)生群體可能的原因。

表4 不同項目類型來華留學(xué)生對我國出口貿(mào)易的影響(PPML)

(二)分樣本回歸

表5進一步考慮不同生源國家來華留學(xué)生群體的異質(zhì)性。首先考慮不同國家購買力水平的高低可能會影響來華留學(xué)教育的作用效果。根據(jù)世行的分類標準，本文將樣本國家分為中低收入組(含低收入國家和中低等收入國家)、中高收入組、高收入組進行分樣本回歸。回歸表明，中低收入和高收入組的來華留學(xué)生數(shù)具備顯著正向影響，其系數(shù)大小分別為0.064和0.147，并且均在0.01水平上具備統(tǒng)計顯著性。而中高收入組則并未表現(xiàn)出正向促進作用，其系數(shù)值為負，并且不具備統(tǒng)計顯著性。我們進一步通過費舍爾組合檢驗(Fisher’s Permutation Test)對各組回歸系數(shù)的差異進行了比較，檢驗結(jié)果表明高收入組和中高收入組、高收入組和中低收入組、中高收入組和中低收入組之間來華留學(xué)生數(shù)的回歸系數(shù)均存在顯著差異，對應(yīng)p值均小于0.005。對于高收入國家組而言，其組別回歸系數(shù)較大，原因可能在于其國內(nèi)市場購買力較強，來華留學(xué)生有更多機會參與到雙邊貿(mào)易過程中。至于中低收入組國家，一方面其國內(nèi)市場體量較小，貿(mào)易增長的彈性較大；另一方面其國內(nèi)市場體制相對不健全，來華留學(xué)生能夠憑借信息差的優(yōu)勢降低跨國貿(mào)易成本，促進雙邊貿(mào)易的發(fā)展。

表5 分樣本回歸(PPML)

其次考慮不同生源規(guī)模的影響。受經(jīng)濟、地理及文化等方面因素的綜合影響，不同國家來華留學(xué)生數(shù)存在較為明顯的差異，這一點在表2中也有所體現(xiàn)。為此，我們將樣本國家分為主要生源國家和非主要生源國家兩組進行分樣本回歸。其中，主要生源國家是指在分析時間段內(nèi)來華留學(xué)生數(shù)年度排名前20的生源國家，經(jīng)統(tǒng)計這類國家共29個，而其余149個國家則為非主要生源國。(4)具體而言，包括以下國家：俄羅斯、加拿大、印度、印度尼西亞、哈薩克斯坦、韓國、巴基斯坦、德國、意大利、新加坡、日本、法國、泰國、澳大利亞、美國、英國、菲律賓、蒙古、越南、馬來西亞、尼泊爾、老撾、也門、加納、孟加拉、尼日利亞、瑞典、荷蘭、緬甸。這兩個子樣本的分組回歸系數(shù)分別為0.138和0.046，并且主要生源國家的回歸系數(shù)在0.01具備統(tǒng)計顯著性。進一步費舍爾組合檢驗的結(jié)果表明兩組回歸系數(shù)在0.000水平上具備統(tǒng)計顯著性差異。這一結(jié)果一方面從主要生源國家的角度驗證了上文表3回歸結(jié)果所得出的初步結(jié)論；另一方面表明主要生源國家來華留學(xué)生對于我國出口貿(mào)易的促進作用有可能強于非主要生源國家的來華留學(xué)生，原因可能在于主要生源國家的來華留學(xué)生群體已具備一定的集聚規(guī)模效應(yīng)，但也可能是由于主要生源國家中有不少國家也是我國主要的出口貿(mào)易伙伴國，需要后續(xù)進一步分析。

(三)穩(wěn)健性檢驗

盡管來華留學(xué)教育促進了我國出口貿(mào)易的發(fā)展，但留學(xué)生來華留學(xué)抉擇本身也受到雙邊貿(mào)易關(guān)系的影響。為此，我們進一步使用工具變量方法進行穩(wěn)健性檢驗。這里所使用的工具變量包括同期各國赴日韓留學(xué)生數(shù)及前一期各國來華自費學(xué)歷項目留學(xué)生數(shù)的對數(shù)形式?？紤]到數(shù)據(jù)存在異方差和自相關(guān)的問題，回歸采用廣義矩估計(GMM)的方法，最終結(jié)果如表6和表7所示。兩張表格中所匯報的各項檢驗結(jié)果也在一定程度上證明本文所選取的工具變量是合理有效的。此外，從兩個工具變量與來華留學(xué)生數(shù)這一內(nèi)生解釋變量的回歸結(jié)果來看，二者的回歸系數(shù)均為正，與上文選取工具變量時所提出的預(yù)期假設(shè)相符。(5)為節(jié)省空間，這里不再單獨詳細匯報兩個工具變量與內(nèi)生解釋變量的回歸結(jié)果。

表7 穩(wěn)健性檢驗Ⅱ(IV-GMM)

表6 穩(wěn)健性檢驗Ⅰ(IV-GMM)

整體來看，使用工具變量法所估計的各方程回歸系數(shù)要大于上文利用PPML法所估計的回歸系數(shù)，但研究發(fā)現(xiàn)仍與上文回歸結(jié)果基本保持一致：即來華留學(xué)生群體的流入整體促進了我國出口貿(mào)易的發(fā)展。具體到各個方程的回歸分析來看，表格6的回歸結(jié)果仍與表格4的結(jié)果保持一致，自費項目來華留學(xué)生的回歸系數(shù)要大于獎學(xué)金項目，并且表格6的結(jié)果還發(fā)現(xiàn)非學(xué)歷項目來華留學(xué)生的回歸系數(shù)要大于學(xué)歷項目來華留學(xué)生的回歸系數(shù)。表格7的回歸結(jié)果則與表格5的回歸結(jié)果基本保持一致。按收入水平來看，中低收入國家的分組回歸系數(shù)最大，而高收入組國家的分組回歸系數(shù)仍然為正，但不具備統(tǒng)計顯著性。按生源規(guī)模來看，相較于表格5的回歸結(jié)果，表格7中主要生源國家的分組回歸系數(shù)仍為正，并且具備統(tǒng)計顯著性，但其與非主要生源國家的分組回歸系數(shù)大小已不存在明顯差異。這可能是因為通過工具變量法，回歸方程中控制了一部分內(nèi)生性因素的影響。由此，利用工具變量方法進行的分析同樣驗證了上文異質(zhì)性討論的結(jié)果：首先，自費來華留學(xué)生相較于獎學(xué)金項目來華留學(xué)生對我國出口貿(mào)易的促進作用更強；其次，中低收入國家的來華留學(xué)生具有較強的促進作用；最后，主要生源國家來華留學(xué)生影響較為明顯。

需要說明的是，盡管本文通過工具變量方法一定程度上解決了來華留學(xué)生數(shù)與我國出口貿(mào)易的內(nèi)生性問題，但目前尚無法得到十分完美的估計結(jié)果。本文在此并不刻意回避二者的內(nèi)生性問題，而是意在論證來華留學(xué)教育在這一過程中所扮演的積極角色，從而呼應(yīng)本研究挖掘來華留學(xué)教育國際人才紅利的初衷。

六、結(jié)論與啟示

黨的十九大報告指出“堅持對外開放基本國策，推動形成全面開放新格局，推動建設(shè)開放型世界經(jīng)濟”。隨著我國對外開放水平不斷提高，高等教育“引進來”與“走出去”已同等重要。但另一方面，隨著來華留學(xué)教育規(guī)模不斷擴大，相應(yīng)的公共財政投入不斷增加。有關(guān)來華留學(xué)教育政策的影響評估也已成為社會各界關(guān)注的熱門議題。借鑒國際經(jīng)驗和前人研究成果，本文側(cè)重從國際貿(mào)易的角度討論來華留學(xué)教育對我國經(jīng)濟發(fā)展的積極影響。研究結(jié)果一方面驗證了既有關(guān)于國際留學(xué)教育與雙邊貿(mào)易的研究結(jié)論，另一方面進一步補充了關(guān)于來華留學(xué)生群體異質(zhì)性的討論，對不同項目類型、不同生源地來華留學(xué)生群體的影響效果進行了比較。這也為后續(xù)來華留學(xué)教育的發(fā)展決策提供了參考依據(jù)。

基于1999-2017年我國與178個國家的出口面板數(shù)據(jù)，本文借鑒國際貿(mào)易理論研究中常用的貿(mào)易引力模型，并使用對存在嚴重異方差的國際貿(mào)易數(shù)據(jù)更為合適的PPML估計方法，在控制了貿(mào)易伙伴國和年份固定效應(yīng)的基礎(chǔ)上考察來華留學(xué)教育對我國出口貿(mào)易的影響。為解決來華留學(xué)生規(guī)模與出口貿(mào)易之間潛在的內(nèi)生性問題，本文還進一步通過工具變量方法進行穩(wěn)健性檢驗。回歸估計的結(jié)果表明：1.來華留學(xué)生群體的進入對我國出口貿(mào)易有顯著正向影響；2.分不同項目來看，相較于獎學(xué)金項目，自費項目留學(xué)生的促進作用更為明顯；3.按收入水平來看，來自中低收入國家來華留學(xué)生群體的促進作用更為明顯；4.按生源規(guī)模來看，來自主要生源國家的來華留學(xué)生群體表現(xiàn)出了較強的促進作用?；谏鲜鲅芯堪l(fā)現(xiàn)，我們得出如下啟示和建議。

首先，結(jié)合不同項目來華留學(xué)生群體間的差異，有針對性地制定培養(yǎng)目標。做精學(xué)歷項目留學(xué)生教育，提高教學(xué)評估標準和教學(xué)培養(yǎng)質(zhì)量；做強非學(xué)歷項目和自費項目留學(xué)生教育，提供多元化和以應(yīng)用實務(wù)為導(dǎo)向的培養(yǎng)方案，完善和做好學(xué)生管理工作的各項環(huán)節(jié)，為良好和諧的跨國留學(xué)網(wǎng)絡(luò)建立提供有力支持。發(fā)揮獎學(xué)金項目的示范引領(lǐng)和政策導(dǎo)向作用，明確戰(zhàn)略定位，積極配合國家“一帶一路”重大戰(zhàn)略部署，引領(lǐng)對外開放新格局。

其次，對于不同收入水平國家的來華留學(xué)生群體，配合我國出口貿(mào)易的市場開發(fā)戰(zhàn)略，實施多元化的留學(xué)政策導(dǎo)向。吸引總體經(jīng)濟規(guī)模較大但人均GDP水平不高的新興市場國家留學(xué)生來華學(xué)習(xí)。

再次，對于來自主要生源國家的來華留學(xué)生，應(yīng)密切關(guān)注群體內(nèi)留學(xué)目的地的區(qū)域分布，做好管理和引導(dǎo)工作，注重發(fā)揮集聚規(guī)模效應(yīng)，提升來華留學(xué)生群體在雙邊貿(mào)易中的促進作用；對于來自非主要生源國家的來華留學(xué)生，在確保生源質(zhì)量的同時，可繼續(xù)有針對性地吸引一批優(yōu)秀學(xué)子來華學(xué)習(xí)。

最后，強化來華留學(xué)網(wǎng)絡(luò)建設(shè)，深入開展我國同其他國家教育、科技、文化的民間平等友好交流。充分利用來華留學(xué)教育所積累的跨國資本，強化校友聯(lián)系，積極為在華留學(xué)生提供就業(yè)指導(dǎo)、拓寬實習(xí)渠道，促進來華留學(xué)教育網(wǎng)絡(luò)進一步孵化成長為我國貿(mào)易開放網(wǎng)絡(luò)的重要根基。